環境規制能否助推制造業高質量發展？基于科技創新的中介和溢出效應檢驗

劉怡君，方子揚

(1.江西理工大學 經濟管理學院，江西 贛州 341000；2.全北國立大學 商學院，韓國 全州 54896)

當前我國經濟已由“速度和數量”的增長階段轉向高質量發展階段。繼2018年中央經濟工作會議提出“加快制造強國建設”這一目標后，2019年又將“推動制造業的高質量發展”作為當年政府工作的首要任務。由此可見，制造業高質量發展是我國經濟高質量發展的重要組成部分，也是當前實現“中國制造2025”，進而全面建設社會主義現代化國家的關鍵支撐。長江經濟帶作為我國最具發展潛力的內河流域經濟帶，對推動我國制造業高質量發展的進程具有重大戰略影響。但值得注意的是，隨著長江經濟帶制造業集群的快速發展，沿線企業產能過剩、脫實向虛、環境污染等一系列問題日益凸顯，嚴重阻礙了我國制造業由“大”變“強”、由“量”轉“質”的步伐。因此，在長江經濟帶“共抓大保護，不搞大開發”的發展理念和“生態優先、綠色發展”的建設原則下，實施環境規制成為當前改善環境質量和實現環境保護的重要手段，但其不可避免地增加了企業的經營成本，并擠壓了企業的技術創新投入，對制造企業的影響首當其沖，繼而影響制造業高質量發展進程。諸多的理論和實踐表明，企業科技創新的行為有益于加快產業轉型升級、轉變發展方式，對制造業高質量發展具有正向的推動作用。由此引發了新的思考：首先，環境規制的實施將對制造業高質量發展產生何種影響？該影響是否存在區域異質性？其次，科技創新在環境規制與制造業高質量發展關系之間發揮何種作用？最后，環境規制和科技創新對制造業高質量發展是否存在溢出效應？進一步厘清這些問題，有利于長江經濟帶在實施環境規制追求生態環保的同時，實現制造業高質量發展。

1 文獻回顧

現有文獻對制造業高質量發展的研究主要關注其實現路徑和指標體系的構建。在制造業高質量發展實現路徑的相關研究中，學者們主要圍繞基于制造業高質量發展的要素條件、困難瓶頸、動力源泉、政策建議等方面展開研究。相關研究指出，我國制造業在變革、創新、融合3個方面存在發展瓶頸，可以從科技創新、對外開放和制造業集群3大維度思考制造業高質量發展實現路徑[6]。一個好的營商環境是推動高質量發展的重要前提，加強技術研發、推行數字化轉型是實現制造業高質量的主要手段，提高從業人員素質則是基本保障[7]，但制造業高質量發展是個循序漸進的過程，應站在戰略的高度上來思考[8]。此外，當前針對制造業高質量發展測度的相關研究并不豐富，現有文獻可分為兩類：一類是從微觀企業層面衡量制造業發展水平，如王明濤、謝建國通過對企業出口產品單位價值、需求信息反推產品質量來測算中國制造業出口產品質量，以評價中國制造業發展的質量[9]；另一類則從中觀的行業視角，采用單一指標法和多指標法對制造業發展水平進行測算，如楊汝岱通過對我國工業企業制造業全要素生產率進行測算，用以評價中國制造業企業發展水平[10]。然而，制造業高質量發展是一個綜合性概念，包含了多層含義。鑒于此，更多的學者采用多指標法對制造業高質量發展水平進行評估。如,江小國、何建波、方蕾從經濟效益、技術創新、綠色發展、質量品牌、兩化融合和高端發展6個維度共計12項指標對制造業高質量發展進行測度評價[11]；劉國新、王靜、江露薇基于“經濟、創新、高級、開放、生態”5個維度解讀制造業高質量發展，并構建評價指標體系對其進行測度分析[12]。

近年來，眾多學者研究發現環境規制與科技創新之間存在密切的關系，認為環境規制對科技創新具有顯著的正向影響效應[13-15]，但也有少數學者持不同的觀點。如，李學遷和吳雨霖選取我國制造業相關數據作為研究對象，實證檢驗了我國環境規制政策并沒有促進我國制造業提升產業創新能力[16]；而臧傳琴和張菡選取相關數據研究發現，環境規制與科技創新之間呈“U”型關系，且環境規制對技術創新的影響存在區域異質性[17]。由此可知，環境規制和科技創新之間的關系存在著不同情境下的非確定性。值得注意的是，當前關于環境規制與制造業高質量發展的研究尚處于起步階段，更多的研究是圍繞著環境規制對制造業產業升級、產業集聚、產業轉移和工業生態效率等方面的影響[18,19]，鮮有研究定量探討環境規制對特定區域制造業高質量發展的影響。

綜上所述，首先，環境規制和科技創新方面的相關研究已取得了較為豐碩的成果，但由于兩者之間的關系存在著不確定性，應在不同的因素情境下進行具體分析；其次，當前學界在環境規制和制造業高質量發展之間的關系研究上較為薄弱，雖然有部分學者實證分析了不同技術創新水平下環境規制影響制造業高質量發展的門檻效應[20]，但是并未考慮不同環境規制對制造業高質量發展影響的差異，以及環境規制與科技創新對臨近地區制造業的高質量發展是否存在空間效應。鑒于此，本文以我國長江經濟帶9省2市作為研究對象，嘗試從以下3個方面展開進一步研究：一是研究環境規制對制造業高質量發展的影響；二是辨別科技創新在環境規制與制造業高質量發展之間扮演何種角色；三是實證檢驗環境規制和科技創新對制造業高質量發展是否存在空間溢出效應。

2 理論分析與研究假說

當前文獻對環境規制作用機制的研究主要從成本效應和創新補償效應兩個視角展開。一是成本效應。新古典經濟學理論認為，環境規制政策的實施會使企業的生產成本、交易成本和污染治理成本增加，間接加重了企業經濟負擔，無形之中會為制造業的高質量發展帶來負面效應。如，制造企業為了達到規定的排污標準，可能通過減產來降低排污量，同時也可能迫使其對現有的生產設備及工藝進行改造升級，從而導致其生產成本增加，繼而擠占研發資本投入，使得企業研發創新能力不足，最終阻礙制造業高質量發展的進程。二是創新補償效應。從短期來看，環境規制會擠占企業研發資金，不利于企業科技創新。從長期來看，環境規制的實施迫使企業基于戰略角度重新思考可持續競爭力的構建，而科技創新對現有生產方式進行改造和升級是必然途徑，對提升制造業發展質量具有重要的促進作用。具體來說，環境規制的外在壓力增加了企業實施科技創新的動力，而科技創新帶來的生產方式的改進，幫助企業實現生產效率的提升和綠色發展，同時通過市場機制的作用淘汰不能與時俱進的企業，推動了制造產業的結構升級和可持續發展，最終實現制造業的高質量發展。

簡而言之，環境規制對制造業高質量發展的影響程度和方向取決于兩者之間的博弈。當環境規制強度較弱時，由此產生的創新補償效應小于成本增加效應，從而可能對制造業高質量發展帶來負的影響。但當環境規制超過某一臨界值時，所產生的創新補償效應大于成本效應，此時有利于制造業高質量發展。與此同時，科技創新水平的高低也會對創新補償效應產生不同的影響，最終影響環境規制對制造業高質量發展的作用結果。基于此，本文提出假設H1：環境規制與制造業高質量發展之間呈非線性關系，當環境規制強度較弱時，不利于制造業高質量發展，當環境規制超過某一臨界值時，則有利于制造業高質量發展；假設H2：環境規制與科技創新之間呈非線性關系，且科技創新在環境規制影響制造業高質量發展的過程中發揮正向中介效應。

“污染避難所”假說認為，發達國家的污染密集性企業傾向于到環境規制標準較低的國家或地區投資，增加臨近地區污染密集性企業比重，導致環境污染加劇，阻礙其產業結構升級，繼而對制造業高質量發展產生不利影響。同樣有學者研究發現，我國存在污染密集性企業向中西部地區轉移的顯著特征。馬冬玲和李明選取我國東、中、西部159個地級市作為研究對象，實證檢驗了環境規制存在空間溢出效應，即相鄰的城市環境規制將抑制本城市的產業結構升級，且該空間溢出效應存在區域異質性[21]。李強和丁春林則認為，無論是本轄區還是臨近地區環境規制的提升都會在一定程度上抑制長江經濟帶產業升級，進而弱化產業結構升級對高質量發展的促進作用[22]。此外，科技創新作為實現制造業高質量發展的重要動力，它帶來的空間溢出對我國區域產業的經濟增長具有明顯的正向推動效應[23,24]。基于此，本文提出假設H3：環境規制對制造業高質量發展存在空間溢出效應，對本轄區制造業高質量發展起到促進作用，對臨近地區制造業高質量發展起到抑制作用；假設H4：科技創新對制造業高質量發展存在空間溢出效應，對本轄區和臨近地區制造業高質量發展均起到促進作用。

3 模型構建與數據說明

3.1 模型介紹

總體環境規制(Er)指數：本文采用的熵權法對總體環境規制單項指標賦予相應的權重，構成環境規制指標總體評價指數[25]，并將其單位化為0到1之間。假設選取n個省份作為研究樣本，設計m個評價指標，Xij標志第i個省份的第j個評價指標(i=1,2,3，…，n；j=1,2,3，…，m)。具體處理方法如下：

對原始數據進行無量綱化處理，消除物理量的影響，計算第j個指標下第i個省份的特征比重或貢獻度：

(1)

熵值計算：

(2)

差異性系數計算：

gj=1-ej

(3)

確定評價指標的權重Wj：

(4)

計算各省綜合得分：

(5)

計量模型：構建環境規制對制造業高質量發展的影響模型，模型如下：

Mhfit=α1Erit+Σαjpjit+uit+Eit

(6)

隨后驗證環境規制與制造業高質量發展之間是否存在非線性關系，即考慮環境規制的平方項，構建模型如下：

(7)

在驗證環境規制與制造業高質量發展關系的基礎上，進一步驗證科技創新在環境規制與制造業高質量發展關系中是否發揮中介效應，借鑒巴倫和肯尼[26]的方法，構建中介效應模型如下：

(8)

(9)

最后，為驗證環境規制和科技創新對制造業高質量發展是否存在溢出效應，本文采用空間計量方法。通常，空間計量模型分為空間滯后模型(SLM) 、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM) 。本文構建空間計量模型如下：

(10)

(11)

式中，i表示各省市；t表示年份；Mhf表示制造業高質量發展水平；Er表示環境規制水平；Er*表示環境規制空間溢出效應；Tech表示科技創新水平；Tech*表示科技創新空間溢出效應；ρ為空間自相關系數；W為空間權重矩陣；Eit為隨即干擾項。

在進行空間計量之前，需要對相關變量進行空間相關性檢驗。空間自相關用來描述某一屬性值在相關區域空間內的關聯集聚程度，研究特定屬性在整個空間集聚內的全局空間自相關，并進一步探討具體局部單元屬性和臨近空間集聚內的局部空間自相關程度。全局Moran′s I 指數為：

(12)

式中，I為全局的Moran′s I指數；n為評估區域數目；xi為評估區域i的屬性值；xi為區域j的屬性值；xj為各區域屬性值均值；wij為空間權重矩陣。Moran′s I指數的取值介于[-1，1]區間內，正負號指代相應的屬性，取值為0，則表示沒有空間相關性。局部空間關聯指數(LISA)是Moran′s I 指數的局部形式，用于分析區縣與周圍區縣之間的聚散效應并找到聚集點。

3.2 變量與數據說明

環境規制指數(Er)：Er表示環境規制的總體水平，目前有關文獻均采用單一指標對其進行衡量，缺乏嚴謹性。基于此，本文采用多指標進行衡量，包含一般工業固體廢棄物綜合利用率、工業廢水回收利用率、工業污染物(廢水、工業二氧化硫、工業粉塵)的排放量與工業增加值的比值共計4項指標。考慮到數據可獲得性，污染物選取廢水、工業二氧化硫和工業粉塵3類污染物。Er體現了一個地區的環境規制強度，其值越大，表明該地區的環保政策、環境管理措施越完善。

制造業高質量發展指數(Mhf)：Mhf作為被解釋變量，表示各地區制造業發展水平。目前，有關制造業高質量發展指數測度尚未形成統一標準。無論是產業層面，還是區域層面，主要的測度方法有工業總產值法、全要素生產率法和評價指標測度法。以上指標均是通過熵值法或變異系數法求得最終權重。國務院印發的《工業轉型升級規劃》和《中國制造2025》提出了制造業增加值率指標，具有較強的可操作性。基于此，本文選取產業增加值率(Mhf)來衡量制造業發展質量，即工業增加值與工業銷售收入之比[27]。

科技創新指數(Tech)：Tech作為解釋變量，表示科技創新。企業的科技創新能力越強，單位產值產生的污染就越少，本文采用專利申請受理數與科研經費內部支出之比來衡量科技創新水平。

控制變量：pj為一組控制變量，各變量及衡量方法具體解釋如下：Agdp表示經濟發展水平，本文采用人均GDP進行衡量；Dop表示人口密度，一個地區的勞動力越多，產業升級水平越高，本文采用該地區常駐人口與地區面積之比進行衡量；Fdi表示外商投資水平，本文選取外商投資總額與國民生產總值之比進行衡量；Market表示市場化程度，采用公式1-(財政支出/國民生產總值)進行衡量；Edu表示受教育程度，計算方法為：(小學學歷人數×6+初中學歷人數×9+高中學歷人數×12+大專及以上學歷人數×15)/總人數；Sh表示固定資產投資水平，采用社會固定資產投資總額與國民生產總值的比值進行衡量。各控制變量做對數處理。

為科學合理地測度長江經濟帶制造業高質量指數、環境規制指數和科技創新指數，本文選取長江經濟帶沿線9省2市作為研究對象，時間跨度為2008—2019年，所涉及數據均以當期價格計算。基礎數據來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國能源統計年鑒》和EPS數據庫。各省份缺失值通過各地區統計公報或采用插值法補齊。

變量的描述性統計：使用計量軟件Stata15.0對數據進行處理，獲得各變量描述性統計(表1)。從表1可見，被解釋變量Mhf的均值為0.282，最小值為0.019，最大值為0.592，表明各地區產業升級水平存在著較大的差距。總體環境規制Er的均值為0.085，最小值為0.001，最大值為0.189。

表1 變量描述性統計

4 結果及分析

4.1 相關性檢驗

表2為各變量間的相關性檢驗，各變量間的相關系數最大值為0.478，均不超過0.5。為保證實證結果的準確性，在進行回歸之前還計算了各個模型的方差膨脹因子。結果顯示，各變量間方差因子VIF均偏小，最大值不超過4，進一步說明模型不存在多重共線性問題。本文根據以上樣本個體序列的不同假定，可建立隨機效應模型、固定效應模型和混合回歸模型，但由于所選取樣本之間差異性較為明顯，因此排除混合回歸模型。進一步采取Hausman檢驗來確定最佳模型。由表3可知，P值為0.0213，明顯小于0.05，表明隨機效應模型與固定效應模型存在著明顯的差異。基于此，本文選擇固定效應模型進行測算。

表2 變量相關性檢驗

表3 Hausman檢驗結果

4.2 回歸結果分析

本文列出了隨機效應模型和固定效應模型的回歸結果(表4)，除系數有所差異外，其他均無太大差異，說明回歸結果是穩定的。考慮到實證結論的嚴謹性，主要基于固定效應模型的回歸結果進行分析。由表4中列(3)可見，總體環境規制對制造業高質量發展影響顯著為負，回歸系數為0.102，說明總體環境規制水平每增加1個百分點，制造業高質量發展指數將降低0.102%。由此表明，環境規制顯著抑制了制造業高質量發展，假設1得到初步驗證。由表4中列(4)可見，環境規制一次項系數為負，二次項系數為正，且都在1%的置信水平下顯著，表明環境規制與制造業高質量發展之間呈“U”型關系，這與楊仁發和鄭媛媛的觀點相一致[20]。因為環境規制強度較弱時，難以激發企業的創新補償效應，同時企業規制成本增加，進一步擠占研發投入，導致創新能力不足，由此形成惡性循環，從而抑制了制造業高質量發展。當環境規制超過某一臨界值時，更加嚴格的環境規制手段會倒逼企業進行科技創新，轉換生產方式，同時高污染產業被淘汰，由此帶來生產效率的提高和產業結構優化會促進制造業高質量發展。至此，假設1得到驗證。

表4 環境規制對制造業高質量發展影響回歸結果

為驗證科技創新在環境規制和制造業高質量發展關系中是否發揮中介效應，構建模型10和模型11，驗證結果見表5。從表5中列(2)可見，環境規制一次項系數為負，二次項系數為正，且都在5%的置信水平下顯著，表明環境規制與科技創新之間呈“U”型關系。表5中列(4)結果顯示，科技創新在5%的置性水平下顯著為正，彈性系數為0.41，由此表明科技創新對制造業高質量發展具有顯著的促進作用，結合表5中列(3)、列(4)的結果可知,科技創新在環境規制對制造業高質量發展的影響中發揮正向的中介效應，假設2得到驗證。其可能原因在于：長江經濟帶實施環境規制在短期內擠占了研發資金，導致創新不足。從長期來看，環境規制力度的加強勢必會使企業環境規制遵循成本的壓力日益增加，倒逼企業加大科技研發投入強度，提升企業科技創新水平，進而推進產業升級的實施進程，這對推動制造業高質量發展具有重要的現實意義。

表5 中介效應檢驗回歸結果

4.3 地區異質性

本文將長江經濟帶劃分為上、中、下游三大區域，分別對應我國西部、中部、東部地區。其中，上游地帶包括四川、貴州、重慶、云南，中游地帶包括安徽、江西、湖北、湖南，下游地帶包括上海、江蘇、浙江。通過固定效應模型進行回歸，結果見表6。從表6中列(1)和(2)結果來看，環境規制對中上游地區制造業高質量發展影響在1%的置信水平下顯著，且符號均為負，系數分別為0.293、0.453，表明環境規制對長江經濟帶中上游地區制造業高質量發展具有顯著的抑制作用。其原因在于：長江中上游地區集聚了大量高污染、高排放、高消耗企業，當環境規制增強時，企業環境規制成本增加，擠占研發投入，導致科技創新水平低下，阻礙了企業轉型升級，從而對制造業高質量發展產生不利影響。但從表6中列(3)可以看出，環境規制對長江經濟帶下游地區制造業高質量發展的影響并不顯著，主要由于上游地區制造業發展基礎較好，制造業轉型升級開始較早，且多為高端制造企業，對環境污染程度較小。同時，由于上游地區較早實施環境規制政策，早已達到成熟階段，環境規制不再發揮作用，如果繼續增強環境規制，只會對下游地區制造業高質量發展產生不利影響。

表6 地區異質性回歸結果

4.4 溢出效應檢驗

從表7可見，2008—2019年長江經濟帶9省2市制造業高質量發展指數、環境規制指數和科技創新指數的Moran′s I 指數均顯著為正，且變化幅度較小，由此說明長江經濟帶9省2市制造業高質量發展水平相對穩定且存在顯著的空間正相關，即具有顯著的空間集聚性。

表7 2008—2019年長江經濟帶各指標Moran′s I 指數檢驗結果

空間計量模型有空間誤差模型、空間滯后模型和空間杜賓模型，基于空間面板Hausman檢驗結果，判定固定效應模型優于隨機效應模型，且從Wald和LR檢驗結果來看，分別拒絕了原模型，所以本文最終選擇空間杜賓模型來解釋環境規制和科技創新對制造業高質量發展的溢出效應，并同時控制時間和個體，檢驗結果見表8。從表8可見，環境規制的直接效應和總效應為正，間接效應為負，表明環境規制的提高對本地制造業高質量發展具有顯著促進作用，對臨近地區制造業高質量發展具有顯著抑制作用。由此，假設5得到驗證。理論上，一個地區的環境規制加強，一方面會迫使資本密集性企業進行科技創新，加快產業轉型升級，減少環境污染，推動制造業高質量發展；另一方面會提高污染密集性企業的生產成本，企業競爭優勢減弱，迫使企業向環境規制較弱地區轉移，即產生“污染避難所”效應，導致臨近地區環境污染加劇，不利于制造業高質量發展。因此，環境規制對高質量發展的總效應取決于正負作用誰占據主導地位。我國經濟社會進入高質量發展新階段，環境規制日趨加強，較強的環境規制政策約束增加了企業自主創新的壓力，從而產生“創新補償效應”，此時環境規制的正效應占主導地位。整體上，環境規制對制造業高質量發展具有顯著的正向促進作用。

表8 空間杜賓模型檢驗結果

表9 環境規制、科技創新溢出效應檢驗結果

從表9可見，科技創新的各效應均為正，且在1%的置信水平下顯著，表明科技創新能力的提升無論是對本地制造業高質量發展，還是對鄰近地區制造業高質量發展均具有顯著促進作用。由此，假設6得到驗證。理論上，科技創新是打造制造業高質量發展的動力源，增加創新資本投入，增強自主創新能力，提高創新效率，加快產業轉型升級進程，減少環境污染，提高生產效率，幫助企業獲得持續競爭優勢，最終推動制造業高質量發展。因此，科技創新能力的提升具有溢出效應，不僅能提升本地制造業發展水平，還能通過技術溢出提升臨近地區制造業發展水平。

從控制變量看，經濟發展水平系數在5%的統計水平上通過顯著性檢驗，表明經濟發展水平對制造業高質量發展存在顯著正向關系。經濟發展水平的提高，改善了人們生活水平，使人們對物質產品有了更高的需求，促進了高新技術企業發展，從而推動制造業高質量發展。此外，受教育程度系數在5%的統計水平上通過了顯著性檢驗，表明受教育程度的提高對制造業高質量發展具有促進作用。作為創新源泉的人才是提高科技創新能力的重要動力，因此提高地方高層次人才的比重，對提高效率，實現制造業高質量發展具有重大意義。值得注意的是，回歸結果中顯示人口密度、外商投資水平和市場化程度對制造業高質量發展的影響并不顯著。

4.5 穩健性檢驗

為使研究結果更具可信度，本文采用以下檢驗方法：①關鍵指標替換。用環境污染治理投資占工業總產值比值來衡量環境規制(表10)，從表10可見，本文的實證結論依然可靠。②內生性問題解決。為緩解實證分析中可能存在的內生性問題，一方面，將解釋變量(環境規制指標)滯后一期代入回歸模型進行實證檢驗，發現研究結論依然可靠；另一方面，將科技創新滯后一期作為工具變量，并采用兩階段回歸方法控制內生性，發現工具變量通過有效性檢驗，且得到的實證結果依然可信(表11)。

表10 穩健性檢驗

(續表10)

表11 環境規制、科技創新內生性檢驗

5 結論與建議

制造業是我國經濟發展的命脈，推動制造業高質量發展對實現我國經濟高質量發展具有重要的戰略價值和現實意義。基于理論分析基礎，本文實證檢驗了環境規制對制造業高質量發展的影響，并驗證了科技創新在環境規制與制造業高質量發展之間的中介效應，具體分析了地區和環境規制異質性對制造業高質量發展的影響差異，進一步探討了環境規制和科技創新對制造業高質量發展的溢出效應。主要結論如下：①環境規制與長江經濟帶制造業高質量發展、科技創新之間關系呈“U”型特征，科技創新在環境規制與制造業高質量發展之間發揮中介效應。②分區域來看，環境規制對長江經濟帶中上游地區制造業高質量發展具有顯著的抑制作用，而對長江經濟帶下游地區制造業高質量發展的影響卻并不顯著。③環境規制和科技創新對制造業高質量發展存在顯著的空間溢出效應，環境規制力度的提升對本轄區制造業高質量發展起到促進作用，對周邊地區制造業高質量發展起到抑制作用，而科技創新能力的提升對本轄區和周邊地區的制造業高質量發展均起到促進作用。

基于此，本文提出以下建議：①基于地區發展差異，優化環境規制手段，充分發揮其對制造業高質量發展的正向促進作用，減弱其對制造業高質量發展的抑制作用。②持續推進科技創新步伐，將創新打造為制造業高質量發展的第一動力源。研究表明，當前科技創新對長江經濟帶的制造業高質量發展具有顯著的促進作用，作為我國經濟發展的高地，科技創新能力將在長江經濟帶產業轉型升級的關鍵期起到重要的引領和推動作用，繼而引領制造業高質量發展。③推動中上游地區制造業發展水平，縮小區域發展差距。持續加大對中上游地區產業優化的扶持，鼓勵下游地區技術密集型產業逐步向中上游地區遷移，不斷完善下游地區與中上游地區協同發展機制。同時，加大對中上游地區軟硬設施的投入，補齊中上游地區基礎設施和人力資本短板，為中上游地區制造業的技術創新提供有利條件。④貫徹綠色發展理念和生態優先共識，預防先行，治理兼重。正確權衡生態環境保護與經濟發展之間的關系，探索協同推進生態優先和綠色發展的新路徑迫在眉睫。此外，還應進一步明晰和完善相關行業準入條件和提高落后產能界定標準，實行嚴格的分地區考核制度，開展推行生態環境保護的終身問責制，最終推動長江經濟帶經濟綠色、健康、可持續發展。